QFII持股對上市公司的創(chuàng)新績效的影響研究

吳梅英 蘇東風

(1. 福建江夏學院工商管理學院， 福建福州 350108;2. 福州大學科技處， 福建福州 350108)

一、引言

技術(shù)創(chuàng)新是推動一個國家經(jīng)濟持續(xù)增長的強大動力。在世界經(jīng)濟還未完全走出危機、中國經(jīng)濟又明顯處于增速下降期的今天，創(chuàng)新的價值顯得尤為重要。如何有效增強我國企業(yè)的創(chuàng)新能力，業(yè)已成為政府、企業(yè)和學界共同關注的焦點。[1]

影響企業(yè)創(chuàng)新的因素很多，有的來源于國家層面(如政策補貼、制度環(huán)境等)，有的來源于行業(yè)內(nèi)部(如產(chǎn)業(yè)集群、市場競爭等)，還有的來源于企業(yè)自身(如企業(yè)規(guī)模、公司治理等)。其中，在公司治理方面，高管持股、國有持股、機構(gòu)持股等的影響已經(jīng)得到共識，但QFII持股的作用尚未得到充分重視。[2]

事實上，自2002年12月《合格境外機構(gòu)投資者境內(nèi)證券投資管理暫行辦法》正式實施以來，我國資本市場就開始引入了QFII制度。從此，得到QFII認證的境外機構(gòu)投資者可以把一定數(shù)額的外匯資金匯入我國，兌換成當?shù)刎泿?，然后通過嚴格監(jiān)管的資金賬戶，在我國的證券市場上進行交易；最后經(jīng)過審核，可將股息和資本利得轉(zhuǎn)為外匯匯出。十余年來，QFII在進行證券投資的同時，也積極參與上市公司的治理，在監(jiān)管大股東和管理層的行為和決策方面發(fā)揮了重要作用。那么，這種作用是否會延伸至企業(yè)的創(chuàng)新績效，使得QFII持股對企業(yè)的創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響？如果存在這種影響，這一影響的程度多大、時滯多長？再者，在當前新一輪國企改革的浪潮之中，對不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，上述影響又是否存有差異？很遺憾，現(xiàn)有文獻未能直接給出答案。本文以滬深A股1659家制造業(yè)上市公司為對象，基于其2014～2019年的財務數(shù)據(jù)，構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，實證QFII持股對企業(yè)經(jīng)營績效的影響，并在不同所有制條件下比較該影響的異同，希望能對相關領域的理論和實踐給出有益的補充和啟示。

二、相關文獻評述

現(xiàn)有學者主要從QFII持股的以下幾個方面闡述QFII持股對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響：

第一，QFII持股的監(jiān)督作用。通常，市場難以觀察到企業(yè)管理層的各種管理行為；這樣，道德風險會使得管理層有意識地回避對創(chuàng)新項目的投資，因為這些項目存在風險且需要付出更多的努力。[3]更為甚者，管理層還可能出于私利將企業(yè)的資源轉(zhuǎn)離，導致企業(yè)的創(chuàng)新項目無資本可以運營。[4]于此情況下，QFII可以充當企業(yè)監(jiān)管者的身份，積極加入到企業(yè)的價值創(chuàng)造過程，對企業(yè)的資本決策施加影響，保證企業(yè)的創(chuàng)新項目能夠分配到資金。[5]Gillan &Starks還指出，QFII具有立場獨立性，并且其與境內(nèi)其它企業(yè)之間幾乎不存在利益沖突，因此它們在公司治理中發(fā)揮的作用比境內(nèi)機構(gòu)投資者更大。[6]Aggarwal等也認為，從世界范圍來看，QFII已開始主動監(jiān)督境內(nèi)被投資企業(yè)的經(jīng)營狀況。[7]因此，QFII持股的比例越高、監(jiān)管力度越大，越能引致管理層將企業(yè)資源投入時限更長、價值更高的創(chuàng)新活動中，有利于企業(yè)創(chuàng)新績效的提高。即，QFII持股與企業(yè)的創(chuàng)新績效呈同向變化關系。

第二，QFII持股的保障作用。創(chuàng)新耗時且存在失敗的風險，因此，一個最佳的激勵合約應該對創(chuàng)新成功的長期性保有耐心[8]，同時又對創(chuàng)新的初期失敗給予適度的容忍。[9]Hoang Luong & Fariborz Moshirian指出，當激勵合約存在對創(chuàng)新失敗的容忍度有限和長期性耐心不足的缺陷時，機構(gòu)投資者便可介入并為創(chuàng)新活動的長期性和風險提供保障，減輕管理層對(因創(chuàng)新失敗而導致的)職業(yè)生涯和名譽受損的擔憂。[10]與境內(nèi)機構(gòu)投資者相比，QFII的投資組合具有國際化、多元化的特點，對創(chuàng)新項目的投資風險容忍度更高，因此管理層不大可能因短時的創(chuàng)新失敗而受到懲罰。無疑，這有利于管理層將企業(yè)資源用于創(chuàng)新活動，改善創(chuàng)新績效。

第三，QFII持股的技術(shù)外溢作用。知識創(chuàng)造和技術(shù)研發(fā)具有正外部性，通過溢出效應，其可對其他企業(yè)的創(chuàng)新活動產(chǎn)生積極影響。[11]特別地，QFII通過商業(yè)網(wǎng)絡強化了上述作用。[12]一方面，QFII在管理層、投資者和其它利益相關者之間搭建平臺，便于各方互換機會、共享知識[13]；另一方面，QFII推動了跨境并購活動[14]，而這些并購有利于技術(shù)溢出，促進了當?shù)仄髽I(yè)的創(chuàng)新。[15]

綜上所述，QFII持股可通過監(jiān)督、保障和技術(shù)外溢等三方面的作用，對被持股企業(yè)的創(chuàng)新和創(chuàng)新績效施加影響。然而，上述分析大都局限于定性研究，針對中國上市公司的實證分析研究并不多；如果再將企業(yè)的所有制引進來，探索所有制與上述影響關系，這樣的文獻則更加少見。有鑒于此，本文以中國滬深A股1659家制造業(yè)上市公司2014～2019年的財務數(shù)據(jù)為對象，基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，分析QFII持股對企業(yè)創(chuàng)新績效的作用，希望能對現(xiàn)有的創(chuàng)新理論有所補充，同時也對上市公司的治理提供決策參考。

三、實證研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文以滬深A股1659家制造業(yè)上市公司2014～2019年的數(shù)據(jù)為樣本，剔除了部分缺省值后，最終得到觀測值九千余個用于實證分析。各類所需數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫、銳思金融數(shù)據(jù)庫，以及上市公司年報，分析軟件為Stata 12.0。

(二)實證模型及其估計

企業(yè)的QFII持股數(shù)據(jù)既存在個體差異，又存在時間差異，屬于典型的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，而受創(chuàng)新政策、創(chuàng)新環(huán)境及創(chuàng)新文化等因素的影響，企業(yè)的創(chuàng)新績效往往具有延續(xù)性，過去的創(chuàng)新績效對當前的創(chuàng)新績效依然存在解釋力。因此，利用存在變量時間滯后項的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(Dynamic Panel Data Model，DPDM)來進行實證具有合理性?？紤]到不同的行業(yè)、不同的年份，企業(yè)的創(chuàng)新績效存在較大差距，可在回歸方程中設置一組表示行業(yè)、年份的虛擬變量，以體現(xiàn)行業(yè)、年份的異質(zhì)性。本文實證模型設定如下：

(1)

其中，IPi,t是企業(yè)i在年度t的創(chuàng)新績效(Innovation Performance，IP)，QFIIi,t為對應企業(yè)在對應年度的QFII持股比例。CONTROL指代控制變量，包括企業(yè)規(guī)模(SIZE)、財務杠桿(LEVRAGE)、現(xiàn)金流占比(CFR)、營業(yè)利潤率(OPR)、股權(quán)集中度(OC)，以及融資約束(FC)等。DUMMY表示所有行業(yè)、年份虛擬變量，αm、βn、λ，以及θ為待估計回歸參數(shù)向量。

通常，面板數(shù)據(jù)模型可用Arellano&Bond提出的廣義矩估計(GMM)[16]進行參數(shù)估計。但是，對于形如上式的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，GMM就難以發(fā)揮作用了。這是因為，在上述動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，因變量的滯后項IPi,t-m并非外生而是內(nèi)生，若繼續(xù)使用GMM，可能導致估計參數(shù)的有偏性、非一致性,影響統(tǒng)計推斷和預測。為解決這個問題，Blundell&Bond在GMM的基礎上提出了系統(tǒng)廣義矩估計(System GMM)。[17]System GMM綜合了水平方程法、差分方程法等的特點，并且經(jīng)蒙特卡洛模擬證實，其比水平方程法、差分方程法等的偏差更小、效率更高。因此，本文擬使用System GMM進行參數(shù)估計。

(三)變量測算

首先，因變量和自變量的測算。因變量創(chuàng)新績效IP，通常可以借助投入產(chǎn)出法概念來測算。參考Eberhart、Maxwell & Siddique，Pandit、Wasley & Zach等的研究[18][19]，這里具體使用數(shù)據(jù)包絡分析(Data Envelopment Analysis，DEA)中的BCC規(guī)劃模型來實現(xiàn)。具體如下：

(2)

表1 創(chuàng)新績效的測算結(jié)果

從表1不難發(fā)現(xiàn)，1659家制造業(yè)上市公司的創(chuàng)新績效介于0～1之間，且均值略低于0.5的水平。偏態(tài)系數(shù)Skewness略大于零，說明創(chuàng)新績效的分布呈正偏態(tài)勢；而峰態(tài)系數(shù)Kurtosis小于3，表明創(chuàng)新績效的分布較正態(tài)分布而言更為平坦。至于自變量QFII，這里直接使用數(shù)據(jù)庫中的QFII持股比例。

其次，控制變量的測算。這里，控制變量包括企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、現(xiàn)金流占比、營業(yè)利潤率、股權(quán)集中度，以及融資約束等。以SIZE代表企業(yè)規(guī)模，SIZE=ln資產(chǎn)總額；用LEVRAGE表示杠桿比率，LEVRAGE=負債總額/資產(chǎn)總額；CFR衡量現(xiàn)金流占比，根據(jù)肖仁橋等的研究成果，CFR=現(xiàn)金流量/營業(yè)收入[20]；OPR反映營業(yè)利潤率，參考左晶晶等的研究成果，OPR=營業(yè)利潤/營業(yè)收入。[21]對于股權(quán)集中度，這里采用主成分分析法進行測算。根據(jù)上市公司第一大股東、前五大股東，以及前十大股東的數(shù)據(jù)，進行KMO檢驗和SMC檢驗，用特征根提取主要成分，結(jié)果如表2所示。

表2 股權(quán)集中度的測算結(jié)果(基于持股比例)

從表2可以看出，主成分分析的統(tǒng)計量SMC為0.9052，數(shù)值較大，接近于1，說明三個變量(第一大股東、前五大股東，以及前十大股東)的共線程度較高；統(tǒng)計量KMO的數(shù)值為0.8395，高于Kaiser的“合適”水平0.8，表明主成分的提取較為恰當，結(jié)果可信。此外，第一主成分的特征根為2.396757，數(shù)值大于1且累積貢獻率達到81.4%，因此，可用其替代原指標。結(jié)合因子載荷矩陣，得出第一主成分的表達式為：

Compa=0.5610*Owncon1+0.6763*Owncon5

+0.5328*Owncon10

其中，Owncon1、Owncon5和Owncon10分別表示第一大股東、前五大股東，以及前十大股東的持股比例，而Compa則是三個指標的第一主成分。同樣的方法，還可以將三個指標的赫芬達爾指數(shù)進行主成分分析，結(jié)果如表3所示。

表3 股權(quán)集中度的測算結(jié)果(基于赫芬達爾指數(shù))

根據(jù)表3，SMC檢驗的數(shù)值為0.9665，KMO檢驗的數(shù)值為0.9118，數(shù)值均較大，接近于1，說明主成分分析的結(jié)果很好；第一主成分的特征值超過1，累積貢獻率高于0.8，意味著可以用第一主成分來替代三個指標。根據(jù)因子載荷矩陣，第一主成分可以表示為：

Compb=0.5912*Hindex1+0.6207*Hindex5

+0.6034*Hindex10

其中,Hindex1、Hindex5和Hindex10分別表示第一大股東、前五大股東，以及前十大股東的持股比例平方和對數(shù)，而Compb則是三個指標提取的主成分。至于融資約束，由于其不能被直接觀測到，這里構(gòu)建一個綜合指標來進行反映。參考張杰等的研究成果[22]，先將樣本企業(yè)的利息保障倍數(shù)按從大到小的順序排列，標注前20%的企業(yè)為低融資約束企業(yè)，而后20%為高融資約束企業(yè)。隨后，用二元變量FC=0和FC=1分別表示上述兩類企業(yè)，建立Logit模型如下：

FC=β1*FR+β2*LEV+β3*ROE+β4*QUA

(3)

其中,FR是財務冗余，LEV為杠桿比率；ROE代表凈資產(chǎn)收益率，QUA表示銷售凈現(xiàn)率。最后，利用極大似然估計回歸上述Logit模型，得到參數(shù)β1～β4的取值如表4所示。

表4 融資約束的測算結(jié)果

根據(jù)表4，β1～β4的估計值分別為-35.4123、6.1378、-18.2006和-1.9535，且所有參數(shù)在99%的置信水平下顯著。從系數(shù)的正負來看，財務杠桿與融資約束正相關，而財務冗余、凈資產(chǎn)收益率和銷售凈現(xiàn)率與融資約束負相關，這與基本的財務理論一致。據(jù)此方程，可將所有企業(yè)的融資約束程度計算出來，用于后續(xù)實證。

四、實證結(jié)果

這一部分，基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來實證滬深A股1659家制造業(yè)上市公司QFII持股對其創(chuàng)新績效的影響。將企業(yè)按最終控制人性質(zhì)分為民營企業(yè)和國有企業(yè)兩類，分別進行回歸，結(jié)果如表5所示。所有數(shù)據(jù)均進行了標準化處理。

如表5所示，本文從因變量和自變量的滯后5階開始搜索，通過比較Sargan統(tǒng)計量和Hansen統(tǒng)計量的大小，最終確定，不管是針對民營企業(yè)還是針對國有企業(yè)的實證方程，合格境外機構(gòu)持股包括當期(QFII)和滯后一期(QFII(t-1))，而創(chuàng)新績效則包括滯后一期(IP(t-1))和滯后兩期(IP(t-2))。

表5 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果

續(xù)表5

首先，回歸質(zhì)量。兩個方程中，AR(1)的原假設都被拒絕，而AR(2)的原假設都被接受，這說明兩個模型的殘差不存在相關性，回歸質(zhì)量很好。其次，回歸系數(shù)。QFII、QFII(t-1)也對IP存在正向作用，在民營企業(yè)中，這一作用分別為0.1832和0.1134；在國有企業(yè)中，這一作用僅為0.1227和0.0574。前者略高于后者。IP(t-1)、IP(t-2)對企業(yè)當前的創(chuàng)新績效(IP)也存在正向影響：在民營企業(yè)的回歸中，這一影響分別為0.6348和0.4954；而在國有企業(yè)的回歸中，這一影響則為0.6286和0.4602，影響程度基本持平?？刂谱兞縎IZE、FC都與企業(yè)的創(chuàng)新績效保持正相關，這對兩個方程都成立；但是，LEVRAGE、CFR與創(chuàng)新績效的關系卻缺乏顯著性；OPR對創(chuàng)新績效的作用僅限于民營企業(yè)，而在國有企業(yè)中沒有得到證實。此外，Copma與創(chuàng)新績效的關系，因企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的不同而存在差異，民營企業(yè)中，兩個變量之間呈同向變化關系；而在國有企業(yè)中，兩個變量呈反向變化關系。

為了進一步驗證表5中得到的估計結(jié)果，這里用Copmb替換Copma，按照上文所述的方法重新進行System GMM估計，結(jié)果如表6。

表6 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果

對比表5和表6的回歸結(jié)果，盡管參數(shù)的估計略有差異，但是差異并不大。特別是在關鍵系數(shù)的正負符號和顯著性方面，基本一致。首先，QFII、QFII(t-1)對IP有正向影響，在民營企業(yè)中影響略大，分別為0.2180和0.1241；在國有企業(yè)中影響略低，分別為0.1530和0.0497。其次，不管是民營企業(yè)還是國有企業(yè)，IP(t-1)、IP(t-2)對IP的影響都為正，前者分別為0.6016和0.4657，后者為0.5977和0.4214。再次，與表5一致地，控制變量SIZE、FC都與企業(yè)的創(chuàng)新績效保持正相關，而LEVRAGE、CFR與創(chuàng)新績效的關系卻缺乏顯著性。最后，OPR對創(chuàng)新績效的作用仍僅限于民營企業(yè)，而在國有企業(yè)中沒有得到證實；Copma與創(chuàng)新績效的關系，在民營企業(yè)中表現(xiàn)為同向變化，而在國有企業(yè)中則呈現(xiàn)出反向變化趨勢。

五、結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

本文利用滬深A股1659家制造業(yè)上市公司2014～2019年的數(shù)據(jù)，基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，同時結(jié)合DEA、主成分分析法以及Logit方程等，實證了QFII持股對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，主要結(jié)論如下：

結(jié)論一，QFII持股不管對民營企業(yè)還是國有企業(yè)的創(chuàng)新績效都存在積極作用。一方面，QFII持股可對企業(yè)的管理層實施有效地監(jiān)督，能改善企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)，對企業(yè)的創(chuàng)新行為和創(chuàng)新績效有促進作用;另一方面，QFII持股對創(chuàng)新風險具有更高的容忍度，能激發(fā)管理層將更多的資源用于創(chuàng)新活動。QFII加速了知識和技術(shù)的外溢，這極大地促進了企業(yè)的創(chuàng)新，提高了創(chuàng)新的績效。此外，QFII持股對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響對不同所有權(quán)屬性的企業(yè)來說表現(xiàn)并不一致。在民營企業(yè)中，這一影響更強；在國有企業(yè)中，這一影響更弱。這說明，QFII持股對民營企業(yè)管理層的監(jiān)督和治理結(jié)構(gòu)的改善方面，要優(yōu)于國有企業(yè)。

結(jié)論二，企業(yè)的創(chuàng)新行為還受到創(chuàng)新政策、創(chuàng)新環(huán)境，以及創(chuàng)新文化等因素的作用。而無論是創(chuàng)新政策、創(chuàng)新環(huán)境，還是創(chuàng)新文化，都具有延續(xù)性、承傳性，這體現(xiàn)出過去的創(chuàng)新績效與當前的創(chuàng)新績效具有相關性、變化一致性。

結(jié)論三，QFII持股、企業(yè)規(guī)模、融資約束都與企業(yè)的創(chuàng)新績效正相關。對于前者，規(guī)模大的企業(yè)，其在資源、人才等方面都具有優(yōu)勢，而各類資源和人才的集聚為創(chuàng)新績效的提升創(chuàng)造了可能；對于后者，融資的約束在某種程度上限制了管理層的低效率行為、甚至是無效率行為，迫使管理層將創(chuàng)新資源投入到最需要它們的地方，這客觀上有助于創(chuàng)新績效的改善。

結(jié)論四，財務杠桿、現(xiàn)金流量占比對創(chuàng)新績效的影響不顯著。事實上，財務杠桿具有雙刃劍效果。高杠桿一方面意味著資源的獲得，另一方面也預示著風險的增加，正反兩方面的因素勢均力敵，所以創(chuàng)新績效沒有明顯的提升或者下降。至于現(xiàn)金流量占比，應該說，對于不同企業(yè)，其現(xiàn)金投入創(chuàng)新活動的比例千差萬別，所以兩者之間的聯(lián)系并不緊密。

結(jié)論五，營業(yè)利潤率對創(chuàng)新績效的作用僅限于民營企業(yè)，而在國有企業(yè)中沒有得到證實。這很大程度上是由于國有企業(yè)的壟斷地位削弱了利潤與創(chuàng)新之間的聯(lián)系；股權(quán)集中度與創(chuàng)新績效的關系在民營企業(yè)中表現(xiàn)為同向變化，而在國有企業(yè)中呈現(xiàn)出反向變化，這主要是因為民營企業(yè)的委托代理問題較少，股權(quán)的集中使得民營企業(yè)的創(chuàng)新決策效率化；而國有企業(yè)面臨的委托代理問題較多，道德風險陡增，不利于管理層制定創(chuàng)新政策。

(二)啟示

啟示一，政府應加快完善金融市場體系，建立健全法律法規(guī)，對機構(gòu)投資者行為進行統(tǒng)一監(jiān)督管理。同時，政府必須適當放寬對機構(gòu)投資者資金投資方向的限制，以促進機構(gòu)投資者健康、有序發(fā)展，并在降低公司管理經(jīng)營成本，提高創(chuàng)新績效和提高公司經(jīng)營業(yè)績方面發(fā)揮積極作用。此外，國家還應重視創(chuàng)新研發(fā)，尤其是政府可以鼓勵和引導公司通過保護專利技術(shù)和實施新產(chǎn)品開發(fā)補貼等政策來增加對研發(fā)和創(chuàng)新的投資，使其認識到技術(shù)創(chuàng)新的好處，營造良好的創(chuàng)新氛圍和外部創(chuàng)新條件，并引領自助創(chuàng)新浪潮。

啟示二，上市企業(yè)應制定針對境外機構(gòu)投資者的具體激勵機制，給予他們一定的剩余控制權(quán)和剩余索取權(quán)。在股權(quán)投資方面，應嘗試各種形式的交易，例如股票互換和交叉持股等方式，以增加境外機構(gòu)投資者股票投資方法的靈活性和戰(zhàn)略合作的穩(wěn)定性。此外，為確保技術(shù)創(chuàng)新的有效開展，上市企業(yè)應重視創(chuàng)新，并從長遠角度看待創(chuàng)新活動，管理層應避免目光短淺的行為，建立專門的研發(fā)創(chuàng)新資金，以豐厚的待遇吸引優(yōu)秀專業(yè)人才，與上下游上市企業(yè)進行合作創(chuàng)新等，增加對創(chuàng)新研發(fā)的人力和資本投資，提高上市企業(yè)核心競爭力，確保上市企業(yè)在激烈的競爭中擁有相對的優(yōu)勢。

啟示三，境外機構(gòu)投資者自身應完善內(nèi)部機制，解決“雙重代理”問題。機構(gòu)投資者作為利益相關者，應利用自身的專業(yè)優(yōu)勢為公司的發(fā)展提供建議和意見，并共同協(xié)作以實現(xiàn)雙方利益最大化。境外機構(gòu)投資者還應監(jiān)督公司的研發(fā)創(chuàng)新過程，著眼于長期利益，并提高公司創(chuàng)新績效。此外，境外機構(gòu)投資者應適當改變投資觀念，轉(zhuǎn)變?yōu)榉€(wěn)定的機構(gòu)投資者，降低自身投機行為，參與公司的管理并與上市企業(yè)共享利益和風險，建立命運共同體。

注釋：

[1] 徐達實、徐幼民：《論技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展效率決定的國家經(jīng)濟狀態(tài)》，《財經(jīng)理論與實踐》2018年第6期。

[2] 張根明、鄧詩雅：《合格境外機構(gòu)投資者持股對企業(yè)績效的影響機理研究》，《財會通訊》2019年第12期。

[3] Grossmans J., Hart O. D.,“An analysis of the principal-agent problem ”,Econometrica,vol.51,no.1(1983),pp.7-45.

[4] Bertrand M., S. Mullainathan,“Enjoying the Quiet Life? Corporate Governance and Managerial Preferences”,JournalofPoliticalEconomy, vol.111,no.5(2003),pp.1043-1075.

[5] 熊凱軍：《對華反傾銷、反補貼與企業(yè)創(chuàng)新——基于我國上市制造業(yè)企業(yè)專利數(shù)據(jù)的實證分析》，《中國流通經(jīng)濟》2020年第10期。

[6] Gillan S.L., L.T. Starks，“Corporate Governance Proposals and Shareholder Activism: The Role of Institutional Investors”,JournalofFinancialEconomics, vol.57,no.2(2000),pp.275-305.

[7][8] Aggarwal R., I. Erel, M. Ferreira, P. Matos, “Does Governance Travel Around the World? Evidence from Institutional Investors”,JournalofFinancialEconomics, vol.100,no.1(2011),pp. 154-181.

[9] Ederer F., G. Manso,“Is Pay for Performance Detrimental to Innovation?”,ManagementScience, vol.59,no.7(2013),pp.1496-1513.

[10] Hoang Luong, Fariborz Moshirian, Lily Nguyen,Xuan Tian, Bohui Zhang,“How Do Foreign Institutional Investors Enhance Firm Innovation?”,JournalofFinancialandQuantitativeAnalysis, vol.52,no.4(2017),pp.1449-1490.

[11] Ma M.,“Economic Links and the Spillover Effect of Earnings Quality on Market Risk”,TheAccountingReview, vol.92,no.6(2017),pp.213-245.

[12] Chen E., Gavious I., Lev B.,“The Positive Externalities of IFRS R&D Capitalization Enhanced Voluntary Disclosure”,ReviewofAccountingStudies,vol.22,no.2(2017),pp. 677- 714.

[13] Jan Bena,Miguel A. Ferreira,Pedro Matos,Pedro Pires,“Are foreign investors locusts? The long-term effects of foreign institutional ownership”,JournalofFinancialEconomics, vol.126,no.1(2017),pp.231-234.

[14] 鄧桂璐：《QFII制度改革與上市公司融資約束的實證研究》，《西部金融》2020年第3期。

[15] 鄭春美、朱麗君：《QFII對創(chuàng)新投入及企業(yè)價值的影響》，《科技進步與對策》2019年第5期。

[16] Arellano M., S. Bond,“Some tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equation”,TheReviewofEconomicsStudies, vol.58,no.2(1991),pp. 277-297.

[17] Richard Blundell,Stephen Bond,“Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models”,JournalofEconometrics,vol.87,no.1(1998),pp.115-143.

[18] Eberhart A., W. Maxwell, A.Siddique,“A reexamination of the tradeoff between the future benefit and riskiness of R&D increase”,JournalofAccountingResearch,vol.46,no.1(2008),pp. 27-52.

[19] Pandit S., C. E. Wasley, T. Zach,“The effect of research and development (R&D) Inputs and outputs on the relation between the uncertainty of future operating performance and R&D expenditures”,JournalofAccounting,Auditing&Finance,vol.26,no.1(2011),pp. 21-144.

[20] 肖仁橋、錢 麗、陳忠衛(wèi)：《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率及其影響因素研究》，《管理科學》2012年第5期。

[21] 左晶晶、唐躍軍、眭 悅：《第二類代理問題、大股東制衡與公司創(chuàng)新投資》，《財經(jīng)研究》2013年第 4期。

[22] 張 杰：《知識產(chǎn)權(quán)保護、研發(fā)投入與企業(yè)利潤》，《中國人民大學學報》2012年第5期。